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公允价值计量、金融投资行为与公司资本结构的关系探讨

发布时间:2016-10-13编辑:毕业论文

选与数据来源
本文以2004~2011年为样本期间,选取2007年以前上市、持有证券投资至少三年的非金融类公司作为分析对象。要求2007年之前上市,是为了在同一公司基本面下对两种计量模式展开比较。要求持有证券投资在三年以上,是因为这些公司的证券资产以及资本结构更可能与计量模式有关联。剔除金融类公司,是因为金融行业的投资行为和资本结构需要专门研究。这三项剔除后,共获得5554个公司—年的观测值。再剔除所有者权益小于零或者审计意见为否定或无法发表意见的观测值共200个,剔除各变量的缺失值共922个,最终得到4782个有效观测值,代表了696家公司,平均长度是6.87年。
本文的数据有两项是手工收集。一是2007年以前的“长期股票投资”数据。二是可供出售金融资产的处置利得。其他数据来源于CSMAR金融研究数据库。为了获得稳健的分析结果,我们对所有连续变量按1%的比例进行Winsorize处理。
(二)描述性统计
表1栏目A对样本的分布情况做年度描述。第一,持有证券投资的公司—年是3354个,占总样本量的70.1%,说明我国上市公司的证券投资行为具有持续性和重要性。第二,在公允价值模式下有更高的证券投资持有率,2007~2011年间有70.1%~78.5%的样本公司持有证券投资,而2004~2006年的证券持有率只有52.7%~66.4%。

简历大全 /html/jianli/


表1栏目B对证券投资规模与公司资本结构做年度描述。第一,金融资产规模在成本模式下相当低(在0.7%~1.5%之间),在公允价值计量下呈倍数增加(在2.0%~4.0%之间)。第二,我国企业的总负债率(LEV)基本稳定在50%左右。
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表2报告了各变量的描述性统计。就证券投资规模(SI)来说,我国非金融类上市公司证券投资占总资产的比率均值是2.2%,中间数是0.4%。SI的均值和中位数比较低,主要是因为成本计量下的证券投资规模相当小的缘故。就计量模式(FVA)来说,有64.1%的公司—年取自公允价值计量模式。就证券交易(PICK)来说,有10.2%的公司—年(487例)界定为利得交易,这些公司通过证券处置实现了盈余平滑或者规避亏损目标。就负债比率(LEV)来说,国内企业负债比率的平均水平是50.6%。这个比例显著低于发达七国。就资本结构来说,经营性应付款(PAYA)占总资产的比例是13.7%,债务融资(LOAN)占总资产的均值比例是21.6%,选择股份增发(SEO)的公司占总样本的6.7%(320例)。其他变量的解释从略。
F101X770.jpg 作文 /zuowen/
表3对两种计量模式下的证券投资与资本结构进行分组检验,显示了以下结果。第一,我国上市公司的证券投资规模(SI)在公允价值计量模式下比之前高出1.8个百分点,这个差异在1%水平下显著。第二,总负债比率在2007年之后显著增加,均值是51.3%,两者差异在1%置信水平下显著。第三,有息负债(LOAN)在公允价值计量下的均值是14.1%(中值是12.1%),在成本计量下的均值是13.1%(中值是11.6%),差异在1%水平下显著;经营性应付款(PAYA)在2007年之后呈现了显著下降。第四,股份增发在2007年之后显著增加,可能与《上市公司证券发行管理办法》的实施有关。
五、实证结果与分析
(一)公允价值计量模式对证券投资行为的影响
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表4报告了假说H1的实证结果。回归1~3分别以公允价值计量(FVA)、证券利得交易(PICK)和经营性净盈余(F101X766.jpg)为解释变量。从回归1来看,公允价值计量(FVA)的估计系数在1%水平下显著,说明在公允价值计量模式下证券资产规模有显著增加。从回归2来看,证券利得交易(PICK)的估计系数在1%水平下显著为正,说明利得交易是金融资产规模的解释因素。从回归3来看,经营性净盈余(F101X766.jpg)的估计系数在10%水平下显著为负,说明经营业绩越差,上市公司持有证券资产规模更大。回归4对FVA和PICK做同步检验,回归5对FVA和F101X766.jpg做同步检验,估计系数的显著性是一致和稳健的。回归4和5已经控制证券交易动机PICK和F101X766.jpg的影响,因此FVA的估计参数可以解释为相关性原则的制度后果。综上所述,我们验证了假说H1,实证结果说明公允价值计量对金融投资活动存在显著的激励作用。 开题报告 /html/lunwenzhidao/kaitibaogao/
就其他变量来说,自有资金充足率(ADEQU)与证券投资规模(SI)显著正相关,说明内源性资金是重要来源。经营性现金流(CASH)与SI呈现负相关,说明在业绩恶化的情况下企业会持有大规模证券资产。大股东持股比例(FSR)与SI呈显著正相关,说明在缺乏制衡的情况下会有激进的投资行为。我们用OLS回归对假说H1进行检验,公允价值计量(FVA)、证券利得交易(PICK)和经营性净盈余(F101X766.jpg)的系数依然显著。此外,公司治理因素不显著,主要是成本计量模式下的证券投资不活跃(徐经长和曾雪云(2012))。
(二)证券投资行为对资本结构的影响
表5报告了假说H2的检验结果。被解释变量是资产负债率(LEV)。由于规模变量SI控制了证券投资对内源性资金的依赖以及虚拟变量,FVA控制了2007年之后政策、市场等环境因素的影响,因此FVA×SI的估计参数主要解释上市公司金融投资活动对资本结构变动趋势的影响。回归1显示,FVA×SI的估计系数在1%水平下显著为正,这说明在公允价值计量下,随着证券投资规模的增加,负债水平呈现了显著增加,是对假说H2的验证。从分组回归来看,回归2显示证券投资规模(SI)在成本计量模式下的估计系数是-0.433,回归3显示公允价值计量模式下的估计系数是-0.288,比前者增加了0.135。这个系数变动表明,在公允价值计量下,随着证券投资规模的增加,对权益资金的依赖度减少,债务水平有显著增加,这进一步解释了本文的假说H2。 毕业论文网
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表5还显示,宏观经济增长速度(ΔGDP)越快,负债比率显著上升,这可能是宏观经济向好时,投资机会大量增加,因而需要通过负债筹集更多资金。在信贷政策(CREDIT)紧缩的情况下,负债比率显著下降,这与曾海舰和苏冬蔚(2010)的分析结果一致。税率变动(ΔTAX)与负债比率的关系不显著,可能债务税盾并非影响融资决策的重要因素。大股东持股比例(FSR)越高,负债比率更低,说明委托代理问题对融资能力有重要影响。赫芬因德指数(HHI)的系数不稳健,可能产品市场竞争对负债水平的影响是不确定的。非债务税盾(NDTS)对债务税盾(LEV)存在显著的替代作用。股票价格(PE)与负债比率的相关性比较弱。其他因素中,资产规模(SIZE)越大、盈利能力(F101X766.jpg)越低、营业增长率(GROWTH)越高的情况下,负债比率越高,这些结果与已有文献是一致的。

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(三)对融资

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